中國利率政策凈出口傳導渠道有效性的實證研究：１９９６～２００３

一、引言

凈出口（Net Export，NX）是開放經濟中總需求的重要組成部分，20世紀90年代以來，它對我國經濟的影響力度逐漸增大，在GDP中的占比總體上也呈現出上升趨勢。隨著凈出口對經濟影響力度的增加，宏觀經濟政策對外需調節作用的好壞直接影響到其對整個國民經濟的貢獻度，因此考察利率政策變動對凈出口的作用方向和影響力度對于順利實現中央銀行宏觀經濟調控目標就相當的重要。這里首先要指出的是，除了傳統的利率政策的凈出口傳導渠道——名義存款利率變動通過利率平價理論（Interest Rate Parity）描述的傳導機制，即影響匯率變動，從而匯率的變動起到抑制或促進凈出口的作用（即名義存款利率↓→直接標價法下的匯率↑→凈出口↑），事實上，還有存在另外一種傳導渠道，也就是“名義貸款利率變動引起外貿企業融資成本的變動，進而影響其出口商品的總成本，而成本的變化則會引起出口商品價格的相對變化，進而導致本國出口商品在國際市場上競爭力的變化，最終影響本國的出口量；同時，貸款利率的變動對外貿企業投資存在著抑制或促進作用，從而對出口量產生一定的影響”（即名義貸款利率↓→出口↑）。針對1996年以來人民銀行實行的連續下調利率的政策措施對我國凈出口需求的影響，本文將沿著如下的研究思路進行：首先從計量的角度對這個階段的凈出口予以數據檢驗型考察，再對導致某種計量結果的現實原因予以分析，以期能夠從實證檢驗及對現實原因的分析中，得到相應的后續利率政策操作的啟示。

二、對利率政策凈出口渠道傳導效果的實證檢驗

根據上述兩個傳導渠道，本文選擇的變量有凈出口（NX）、出口（X）、直接標價法下人民幣匯率（ER）、名義存款利率（NID）、名義貸款利率（NIL），數據選用1996年～2003年的季度數據。在進行實證檢驗之前，先對各變量時序數據的平穩性予以考察，以便根據“平穩性”結果，選擇使用適當的計量方法。ADF單位根檢驗結果表明：ER、NID、NIL、NX的變量序列均平穩；X的變量序列不平穩，其一階差分仍不平穩。

1.對利率政策傳統的凈出口傳導渠道（NID↓→ER↑→NX↑）的實證檢驗與分析

(1)對傳導機制第一步“NID↓→ER↑”的實證檢驗：利用EViews軟件檢驗名義存款利率（NID）與匯率（ER）之間的統計關系。由于NID和ER二變量的時序數據都是平穩的，故可以直接進行OLS回歸，然而考慮到利率變動對匯率的影響可能會具有的時滯性，因此采用自回歸分布滯后（ADL）模型更具有解釋力度。為了使進入擬合方程的解釋變量對因變量更具有解釋力度，因此在利用ADL模型進行回歸之前，先運用Granger因果檢驗方法對利率與匯率二變量之間是否存在因果關系進行檢驗，結果顯示：當“滯后階數＝2”時，利率和匯率相互都不是對方的Granger成因，即此時二者之間不存在“聯動性”；當滯后階數分別為3、4時，利率與匯率之間互為對方的Granger成因，即此時“雙率”間都存在“聯動性”；當滯后階數為5時，聯動性消失。根據此檢驗結果，可知利率滯后三階和滯后四階的變量都是匯率變量的Granger成因。

在確認NID是ER的Granger成因具有一定的解釋力度之后，我們運用ADL模型對NID和ER“1”到“4”階的滯后變量進行回歸擬合，通過逐一刪除t統計值不明顯的變量，最終得到簡化后的回歸擬合方程（即“簡化模型”）如下：

為全方位考察擬合方程①的總體可信度，本文對擬合方程①是否存在“自相關”、“異方差”和簡化模型相對于一般模型實施的系數約束是否有效，分別運用LM檢驗、ARCH檢驗、Wald檢驗對方程①依次實施相應檢驗。經此三項檢驗，表明擬合方程①不存在使方程可信度降低的“自相關”和“異方差”，簡化模型約束具有有效性。結合方程的各項統計指標值，總體來看，方程①擬合較好，具有可信度。然而值得注意的是，雖然方程擬合度和可信度都較高，但方程①中NID(-2)和NID(-3)的回歸系數絕對值都很小（僅為0.001），這表明NID對ER的解釋力度較小（名義存款利率每變動1個百分點，只能引起匯率0.001個單位的變動）。此外，NID(-3)的回歸系數符號為正，這又與經濟意義不符。根據利率平價理論，名義存款利率代表著本幣的收益率，因此在外幣利率不變的條件下，本幣利率的下降會導致本國資本的外流，從而導致本幣即期匯率貶值，而遠期匯率將升值或有升值的預期。由于我國人民幣匯率采用的是直接標價法，當名義存款利率降低時，按理匯率應該貶值，即表現為人民幣匯率數值上的增大，因此從“數值”的變動方向來看，NID與ER應該是反向變化。NID(-3)回歸系數為正值，反映出我國存款利率變動與匯率之間不存在傳統傳導渠道中描述的“雙率”之間本應具有的反向變動關系，另外也從側面啟示我們在我國“利率→匯率”的“利率平價”傳導機制很可能不成立。為了進一步證實這種想法，本文對“雙率”之間的相關系數（Correlation Coefficient）進行了檢驗，結果表明二者呈現出高度的正相關關系（相關系數為0.8592）。相關系數檢驗再次證實了我國名義存款利率的變化對人民幣匯率而言，不僅不存在理論上的傳導機制作用，反而有相反的影響。

綜合上述實證檢驗結果，我們可以得出下述結論：（1）從整個考察區間來看，名義存款利率與匯率之間具有一定的“弱聯動性”，利率變化對匯率的影響存在滯后效應（滯后期為三個季度到一年）；（2）名義存款利率的下調并不能有效帶動人民幣匯率數值上的上升，二者之間反而存在正向變動關系，這與理論不符。總體來看，名義存款利率的負向沖擊不能有效地影響人民幣匯率，前者對后者的調節力度微弱，從而使得中央銀行試圖通過下調利率帶動匯率貶值，進而刺激外需的初衷在傳導過程的第一步（即NID↓→ER↑）就受到了嚴重的阻滯。

(2)對傳導機制第二步“ER↑→NX↑”的實證檢驗：檢驗匯率（ER）與凈出口（NX）之間的統計關系。考慮到進、出口合同事前就已擬定，從而當期匯率的變動對當期凈出口值的影響不大，因此選用“分布滯后模型”以考察匯率變動對凈出口是否具有滯后作用且滯后效應有多大。通過逐一刪除不能通過t檢驗的匯率滯后階變量ER(-p)，最終得到下述回歸結果：

觀察擬合方程②的各項統計指標值，不難看出方程的參數通過了t檢驗，ER(-4)正的系數符號符合經濟意義，而系數數值的經濟含義為：在其他條件不變的條件下，匯率數值每增加一個基點（即貶值0.0001個單位），次年凈出口總量將增加0.3117億美元。此外，在α＝5％的顯著水平下，方程也順利通過了F檢驗，這說明ER(-4)對NX的具有一定解釋力度，其經濟含義在于匯率變動對凈出口的影響存在滯后效應。由于檢驗選用的是季度數據，因此4階即表示4個季度，故這種滯后效應的滯后期為一年。

綜合上述對匯率與凈出口之間統計關系的實證檢驗結果，總體而言，人民幣匯率的變動對我國凈出口總量的變動有一定的解釋力度，但由于匯率變動對凈出口發揮作用存在一年時滯期，因此導致當期的匯率變動對當期凈出口的影響不大，這使得利率政策的凈出口傳導渠道在第二步（即ER↑→NX↑）又受到了一定的阻滯。

結合前面對“NID→ER”的檢驗結果，我們不難發現：不管是“NID→ER”還是“ER→NX”，前者對后者的作用都存在時滯，“雙重時滯效應”以及雙率之間“弱聯動性”的存在使得名義存款利率在即期的下調不能有效地對凈出口發揮刺激作用，因此當期的外需并不能顯著增加，從而導致擴張性利率政策欲通過“NID↓→ER↑→NX↑”傳導渠道來刺激外需的目的難以順利實現。即便這種傳導渠道在我國是存在的——下調名義存款利率能在一定程度上實現對凈出口的刺激作用，但由于前后兩步加總的時滯期接近兩年，導致擴張性利率政策對凈出口本應具有的拉動作用被嚴重削弱。

2.對第二種利率政策凈出口的傳導渠道（NIL↓→X↑）的實證檢驗與分析

根據前文對名義貸款利率（NIL）和出口（X）時序數據的平穩性檢驗結果，可知NIL～I(0)，X～I(2)，由于X非平穩，故不能進行Granger因果檢驗和OLS回歸估計；同時由于二者不是同階單整，故也不能利用E-G兩步法對其進行協整檢驗。因而只能通過相關性檢驗對二者之間的是否存在相關關系予以考察，檢驗結果表明二者存在負相關關系且相關程度較高（相關系數＝-0.630558）。相關性檢驗的結果符合經濟理論，這在一定程度上為我國下調貸款利率，促進出口增長的政策操作的可行性，提供了統計意義上的依據。

理論上，中央銀行下調貸款利率，一方面可以減輕外貿企業的利息負擔，另一方面也能降低其融資成本，使得商品成本下降，從而有利于增強本國出口商品的國際競爭力，擴大出口量，同時貸款利率的降低也能刺激外貿企業的貸款需求，從而增加投資。貸款利率對出口兩方面的作用都使得擴張性利率政策對外需具有一定的刺激作用。就貸款利率自1996年連續下調，出口對其的反應可從表1中的數據中得到一定的體現:(1)二者的變動在大多數年份呈反向變動關系，并且出口的名義貸款利率彈性系數符號為負，從這兩點看都是符合理論的;(2)從出口增長率這一指標來看，1996年僅為1％，當年出口的極小幅增長很可能是上年緊縮性利率政策的滯后效應造成的。而1997年出口增長率就躍升為20.55％，這也在一定程度上體現了1996年下調貸款利率的滯后效應作用。而1998年出口增長率陡然下跌到0.41％，并不能作為擴張性利率政策無效的證據，其誘因主要在于1998年東南亞金融危機的爆發使我國周邊國家市場需求低靡，這對我國的外需而言是很大的打擊；此外這些國家為抵抗金融危機對本國經濟的負面影響，都紛紛在不同程度上對本幣實施了貶值手段，而西方各國為了削弱負面影響，在人民銀行宣布降息后兩個多月的時間內，也紛紛調低本幣利率，各國對本幣匯率、利率實施的變動措施都嚴重地抵消了人民銀行下調貸款利率對出口的刺激效果。而1998年之后我國出口量開始出現向上反彈趨勢，并且在較長時間內都保持了較高的增長態勢;(3)就出口的名義貸款利率彈性而言，除個別年份受政策時滯效應或亞洲經濟環境的影響，彈性值低于“1”以外，其他各年份的彈性值都不低，1996年～2003年各年的平均彈性為-5.31，該數值比筆者測算的同期的消費、投資的利率彈性都高（兩個彈性數值分別為-1.22、-3.75）。這說明各年份平均而言，出口對利率下調的反應比消費和投資需求要敏感得多。

注:出口的名義貸款利率彈性＝出口增長率÷名義貸款利率變動率

數據來源：中經網宏觀年度數據庫（www.db.cei.gov.cn）

三、實證檢驗的結論與啟示

1.我國利率政策凈出口渠道傳導效果：實證檢驗的結論

結論一：“存款利率→匯率”受到多種體制性因素的制約，加上“匯率→凈出口”存在時滯效應，因此有效的“存款利率→匯率→凈出口”的傳導機制在我國并不存在；

結論二：“貸款利率→出口”這種較直接的利率政策凈出口傳導機制存在的可能性很大，并且由于這種傳導渠道中不存在中介變量，因此時滯性大大降低，較少的傳導步驟也使擴張性利率政策效果能較快地得以體現。

2.實證檢驗結果對人行利率政策操作的啟示：進一步的思考

啟示一：由于消費和投資需求對降息的敏感度較低，因此在總需求低靡的時期，中央銀行應重視“貸款利率↓→出口↑”這一傳導渠道，注意通過利率操作實現對出口的有效拉動；與此同時，還應明確隨著國際市場對出口商品技術含量愈發的看重，商品的技術含量高低對銷量的影響將日益明顯，從而使“價格競爭”的地位也就愈發退居二線，這樣央行通過調低貸款利率降低外貿企業成本，從而提供降低價格、增強國際競爭力以擴大出口的作用也就不那么明顯了；

啟示二：雖然受體制性因素的嚴重約束，由利率變動引起匯率變動，再影響凈出口這一渠道很不暢通，從而使利率通過匯率作用于“經常項目”的可能性大大降低，但在現實經濟中，利率變動通過讓公眾產生匯率變動的預期，并進一步影響本國境內外資本的流動（即作用于“資本項目”），這種傳導途徑卻是可能存在的。

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